數字經濟、全國統一大市場與產業鏈現代化

周蕓帆

（電子科技大學馬克思主義學院，成都 610000）

0 引言

產業鏈現代化是中國式現代化的重要組成部分，亦是中國掌握經濟發展主動權、搶占國際競爭戰略制高點的關鍵支撐。黨的二十大報告強調“建設現代化產業體系”，要求“著力提升產業鏈供應鏈韌性和安全水平”，為進一步推動產業鏈現代化指明了方向。然而，工業基礎薄弱[1]、核心技術存在短板[2]、產業附加值較低[3]等多項癥結并存，成為橫亙在中國產業鏈現代化進程中的主要障礙。如何提升產業鏈現代化水平，在現代化發展的道路上贏得話語權，成為中國當前亟待解決的核心問題。作為推動產業結構升級的重要抓手，數字經濟可充分發揮數字技術的優勢，構建互聯網信息交流平臺，有效打破產業鏈各環節的時空壁壘，促進數據、技術等要素在產業間相互滲透，有利于實現產業鏈全方位、全鏈條改造，提升資源要素利用效率，助推產業鏈現代化。此外，全國統一大市場具有超大規模、暢通無阻的特點，有助于引導資源要素合理配置[4]，促進產業鏈現代化。

事實上，學術界已經關注到數字經濟對產業鏈現代化的影響。在理論層面，邵軍和楊敏（2023）[5]認為，數字經濟可從創新能力、安全可控能力、綠色低碳發展能力等方面多維發力，助推產業鏈供應鏈現代化。李?。?023）[6]表示，數字經濟可借助數據要素、數字平臺等一系列衍生業態，重構發展模式，拓寬服務空間，推動農業產業鏈供應鏈現代化。在實證層面，王磊等（2022）[7]指出，數字經濟能夠助推中國高技術制造業產業鏈擺脫“低端鎖定”困境，促進產業鏈現代化。張虎和張毅（2023）[8]研究發現，數字經濟可以顯著促進產業鏈現代化。除此之外，關于全國統一大市場對產業鏈現代化的促進作用也在理論層面得到有效論證[9]。通過梳理文獻發現，相關研究仍存在以下局限：一方面，盡管部分學者已開始探究數字經濟對產業鏈現代化的影響，但對其門限效應、異質性特征的關注明顯不足；另一方面，關于全國統一大市場對產業鏈現代化的影響已得到初步證實，但以全國統一大市場為作用路徑，實證考察數字經濟與產業鏈現代化關系的研究仍較少，即三者的內在邏輯關系仍有待進一步探討。鑒于此，本文從以下方面展開研究：第一，選取2011—2021年中國31個省份的面板數據，深入探究數字經濟對產業鏈現代化的影響，并從全國統一大市場視角出發，探討該影響的傳導機制和門限效應，以補充和拓展相關領域的研究。第二，將樣本劃分為東、中、西三大地區，深入揭示數字經濟影響產業鏈現代化的區域異質性，以深化現有研究內容。第三，依據研究結論提出有針對性的建議，為各地區加快推動產業鏈現代化提供決策參考。

1 理論分析與研究假設

1.1 數字經濟與產業鏈現代化

數字經濟作為現代社會的一種新型經濟形態，有利于提升產業鏈配套能力，增強產業鏈競爭力，提高產業鏈整體效率，進而加快產業鏈現代化進程。第一，提升產業鏈配套能力，助推產業鏈現代化。數字經濟通過發揮5G、大數據等數字技術的信息跨時空傳遞優勢，打破產業鏈各環節的信息孤島，推動產業鏈上下游一體化協作[10]。這有利于補齊產業基礎短板，提升產業鏈配套能力，以規模效應筑構新競爭優勢，促進產業鏈現代化。第二，增強產業鏈競爭力，推動產業鏈現代化。數字經濟可依托大數據、人工智能等數字技術手段有效促進資源合理調配，筑構產業鏈動態合作關系。這在一定程度上會提高產業鏈核心競爭力，保障產業鏈安全穩定，加快產業鏈現代化進程。第三，提高產業鏈整體效率，賦能產業鏈現代化。數字經濟具有信息跨時空傳遞優勢，有助于集聚研發資源，打造智慧供應鏈管理和工業互聯網平臺，推動全產業鏈、全價值鏈信息交叉和智能協作，有效提升產業鏈各環節智能決策水平和經營效率，促進產業鏈現代化。綜上，提出如下假設：

假設1：數字經濟有利于推動產業鏈現代化。

1.2 全國統一大市場的傳導作用

數字經濟不僅能夠直接促進產業鏈現代化，而且可以加速全國統一大市場建設，優化資源配置，為產業鏈現代化提供良好的外部條件。具體而言，數字經濟能夠依托信息化平臺打破地域邊界和產業邊界，促使要素在區域間合理流動，擴大商品和服務的交易范圍，以規模效應助推全國統一大市場建設[11]。進一步，全國統一大市場建設可以充分發揮市場調節效應和價格信號機制，促進供需兩端精準對接，切實滿足市場多樣化需求。這有利于打造健康、穩健的產業鏈生態，提升產業鏈韌性和安全水平，助推產業鏈現代化。不僅如此，數字經濟還借助5G、大數據等數字技術，拓寬傳統物流可達范疇，提升智慧物流覆蓋率，有助于加快國內市場整合，助推全國統一大市場建設。在此基礎上，全國統一大市場建設可充分發揮自身市場基礎優勢，推動創新鏈、產業鏈、資金鏈和人才鏈深度融合，加快實現產業鏈各環節微觀主體的精細化分工，切實提升產業鏈效率，為推動產業鏈現代化注入新動力?；谏鲜龇治?，提出如下假設：

假設2：數字經濟可以推動全國統一大市場建設，進而促進產業鏈現代化。

1.3 全國統一大市場的門限效應

全國統一大市場作為順應新發展格局、提升國際競爭力的關鍵支撐，具有規模效應和資源集聚效應，有助于促進要素自由流動，實現資源在全國范圍內的暢通流動和優化配置。通常而言，當全國統一大市場建設水平較低時，數據要素產權制度規則和市場主體行為規范不清晰，導致數據要素相關收益分配模糊[12]，極大程度上制約著數字經濟對產業鏈現代化的效能發揮。隨著全國統一大市場建設水平不斷攀升并且跨越某一門限值，數據要素市場體系和制度規則日漸完善，知識、技術溢出范圍不斷拓寬。在這一情境下，數字經濟的數據要素價值得到充分釋放，持續強化數字技術在產業鏈各環節的深化應用，打造數據流動、資源配置、需求響應、應用協同的數字化產業鏈集群，助推產業鏈現代化?；诖?，提出如下假設：

假設3：數字經濟對產業鏈現代化的推動作用存在全國統一大市場的門限效應。

2 研究設計

2.1 計量模型設定

為探究數字經濟對產業鏈現代化的影響，本文借鑒Andrew等（2023）[13]的研究，構建面板雙向固定效應模型：

其中，ICMit和DIGit分別表示產業鏈現代化和數字經濟，α0表征截距項，Xit指代一系列控制變量，φi和μt分別指代省份和年份固定效應，εit為隨機誤差項。

在式（1）的基礎上進一步引入全國統一大市場變量，以考察全國統一大市場在數字經濟影響產業鏈現代化中的作用機制，具體模型如下：

其中，NUMit表示全國統一大市場，其余變量含義與式（1）相同。

為探究數字經濟對產業鏈現代化的作用是否存在全國統一大市場的門限效應，參考Helali等（2021）[14]的做法，以全國統一大市場為門限變量，構建面板門限回歸模型：

其中，γ表示未知門檻值；δ1、δ2、δn與δn+1分別代表在不同全國統一大市場的門限區間內，數字經濟對產業鏈現代化的差異化影響系數；I()為指示函數，若滿足括號內條件，則為1，反之為0；其余變量含義與式（1）相同。

2.2 變量選擇

2.2.1 被解釋變量：產業鏈現代化（ICM）

本文以黨的二十大精神為指引，創新性地選取“產業鏈安全”指標，并結合相關研究成果[15,16]，最終構建涵蓋產業鏈基礎、產業鏈創新、產業鏈韌性、產業鏈綠色和產業鏈安全5個維度、20個細分指標的產業鏈現代化評價指標體系（見下頁表1）。進一步，使用綜合評價領域應用較廣的熵值法測算產業鏈現代化水平。

表1 產業鏈現代化評價指標體系

2.2.2 解釋變量：數字經濟（DIG）

參考黃志等（2022）[17]的研究，結合指標選取的全面性和可操作性原則，構建涵蓋數字化基礎（FUN）、數字化應用（APP）和數字化創新（INN）3個維度、12個細分指標的數字經濟評價指標體系，如下頁表2 所示。延續前文做法，使用熵值法測算數字經濟發展水平。

表2 數字經濟評價指標體系

2.2.3 機制變量與門限變量：全國統一大市場（NUM）

首先，測算相對價格。構建包括年份、省份和商品要素在內的三維數據，并選取統計年鑒中的14 種連續商品，以價格比的對數一階差分形式測算相對價格：

為避免地理區位差異對相對價格方差產生影響，對相對價格取絕對值：

將31 個省份進行兩兩匹配，共得到465 個省份組合。在此基礎上，利用式（4）和式（5）測算2011—2021年465個省份組合的14 類商品要素數據，最終獲得71610（11×465×14）個差分形式的相對價格|。

其次，排除商品要素自身特征的影響。參考余東華和張昆（2020）[19]的思路，采用去均值法進行處理。細言之，假設，其中，ak表示第k類商品要素自身某一特征引起的價格變動，而與i、j兩個地區的特殊市場環境有關。為消除固定效應ak，給定某一年份t和某類商品要素k，對465 個省份組合的相對價格求均值。進一步，用相對價格減去相對價格均值得到，作為最終計算方差的相對價格變動部分。

再次，測算全國市場分割度?？疾斓貐^間14 類商品要素相對價格波動（k=1，2，…，14）的方差，據此計算2011—2021 年465 個省份組合的相對價格方差。在此基礎上，以省份為準則進行合并，獲取全國市場分割度，其中，n和N分別表征地區和省份組合的數量。

最后，測度全國統一大市場建設水平。上文測算的全國市場分割度與全國市場統一度存在反向變化關系，故將全國市場分割度取倒數后計算平方根，由此得到全國統一大市場建設水平的測度指標NUMit=[1/var(qnt)]12。

(1)入口從內筒切向進入，能夠產生更大的離心力，離心加速度更大，更有利于氣泡和油滴向中間集聚，氣浮效果更好。

2.2.4 控制變量

納入下述可能影響產業鏈現代化的控制變量：經濟發展水平（PGDP），以地區人均GDP 反映；對外開放程度（FDI），以出口交貨值占總產值的比重衡量；金融發展水平（FIN），采用金融機構貸款余額占GDP 的比重表征；市場化水平（MAR），使用各地區民營企業員工占比表征；人力資本水平（HUM），采用高等院校在校生人數與地區年末總人口的比值測算；研發投入強度（RDI），使用產業內部研發經費支出占總產值的比重衡量。

2.3 數據來源

選取2011—2021 年中國31 個省份（不含港澳臺）的面板數據，實證檢驗數字經濟對產業鏈現代化的影響。相關數據主要來源于歷年《中國統計年鑒》《中國工業統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國電子信息產業統計年鑒》、國家統計局官網、國研網數據庫和EPS 數據庫。針對部分缺失數據，使用前后年份相應變量的均值進行補全。

3 實證分析

3.1 基準回歸分析

使用雙向固定效應模型進行基準回歸，結果見下頁表3。列（1）結果顯示，數字經濟的估計系數為0.148，且在1%的水平上顯著，說明數字經濟可以有效促進產業鏈現代化，驗證了假設1。列（2）至列（4）展示了數字經濟各維度的估計結果?？梢钥闯?，數字化基礎（FUN）和數字化創新（INN）的估計系數在1%的水平上顯著為正，說明加大數字基礎設施建設力度和加快數字技術創新均能促進動產業鏈現代化。就作用強度而言，數字化基礎對產業鏈現代化的推動作用明顯強于數字化創新，而數字化應用對產業鏈現代化的促進作用尚未顯現。

表3 基準回歸結果

3.2 穩健性檢驗

為驗證前文回歸結果的穩健性，采用以下方式進行檢驗：一是更換被解釋變量測度方法。與前文使用熵值法測算產業鏈現代化水平不同，重新采用主成分分析法測度省份層面的產業鏈現代化水平。二是更換估計方法。為緩解面板雙向固定效應模型可能存在的自相關、同期相關問題，使用面板FGLS方法重新進行回歸分析。三是調整研究樣本?？紤]到國家層面數字經濟相關戰略規劃的密集出臺可能會對實證結果產生影響，將2017 年和2018 年的數據剔除。四是進行縮尾處理。為避免數據中可能存在的異方差問題，將所有變量的數據作上下1%的縮尾處理。從表4 可以看出，數字經濟的估計系數均在1%的水平上顯著為正，充分證明本文的研究結論是穩健的。

表4 穩健性檢驗結果

3.3 內生性檢驗

為進一步確?；貧w結果可靠，從以下方面進行內生性檢驗：首先，遺漏變量處理。將數字經濟滯后一期（L.DIG）作為數字經濟的替代變量重新進行回歸，結果見表5 列（1）。所得結果與基準回歸基本一致，有力地證明了研究結論的穩健性。其次，解釋變量測量誤差處理。借鑒Lewbe（l1997）[20]構造工具變量的思路，選取AVEit=[DIGit-E(DIGit)]3作為數字經濟的工具變量，其中，E(DIGit)表示樣本期內數字經濟發展水平的均值。表5 列（2）和列（3）分別為第一階段和第二階段的回歸結果。觀察可知，數字經濟的估計系數依舊在1%的水平上顯著為正，再次印證前文基準回歸結果可靠。最后，雙向因果關系處理。構建1984年每萬人郵局數量與樣本年份上一年全國互聯網用戶數的交乘項（INT）作為數字經濟的工具變量，估計結果見表5列（4）和列（5）。數字經濟的估計系數在1%的水平上顯著為正，表明排除內生性干擾后，實證結果依舊具備較強的穩健性。

表5 內生性檢驗結果

3.4 傳導機制檢驗

為探究全國統一大市場在數字經濟影響產業鏈現代化中的作用機制，采用前文構建的模型（2）與模型（3）進行回歸分析，結果見下頁表6?？梢钥闯?，數字經濟有助于推動全國統一大市場建設。并且，全國統一大市場對產業鏈現代化具有顯著的正向影響，即全國統一大市場建設水平越高，越有利于促進產業鏈現代化。添加全國統一大市場這一機制變量后，數字經濟的估計系數顯著為正，但數值相比列（1）變小。綜上可知，全國統一大市場是數字經濟影響產業鏈現代化的重要傳導路徑，驗證了假設2。

表6 全國統一大市場的傳導機制檢驗結果

3.5 門限效應檢驗

本文參照葛立宇等（2022）[21]的做法，使用“自助法”反復抽樣500 次，以確定門限值，結果見下頁表7?？梢园l現，數字經濟影響產業鏈現代化的第一門限值和第二門限值分別為0.3327 和0.3596，且均在10%的水平上顯著，說明全國統一大市場通過了雙重門限效應檢驗。

表7 門限值估計結果

進一步，開展雙重門限效應回歸分析，結果見表8。當全國統一大市場建設水平小于第一門限值（0.3327）時，數字經濟的估計系數為0.581，且在1%的水平上顯著；當全國統一大市場建設水平介于第一門限值（0.3327）和第二門限值（0.3596）之間時，數字經濟的估計系數上升為0.654，且在1%的水平上顯著；當全國統一大市場建設水平跨越第二門限值（0.3596）后，數字經濟的估計系數進一步上升至0.783，并在1%的水平上通過顯著性檢驗。這充分說明數字經濟對產業鏈現代化的促進作用存在全國統一大市場的門限效應，即隨著全國統一大市場建設水平的不斷提高，數字經濟對產業鏈現代化的促進作用顯著增強。列（2）展示了添加控制變量后的回歸結果，與列（1）結果基本一致。綜上，全國統一大市場建設水平越高，數字經濟對產業鏈現代化的促進作用越強，驗證了假設3。

表8 全國統一大市場的門限效應檢驗結果

3.6 區域異質性分析

考慮到中國地域遼闊，各地區經濟發展水平、資源稟賦存在顯著差異，有必要對數字經濟影響產業鏈現代化的區域異質性展開分析。具體地，參照國家統計局的劃分標準，將31個省份劃分為東、中、西三大地區，回歸結果見表9。不難看出，東中部地區數字經濟可以顯著推動產業鏈現代化，而西部地區數字經濟對產業鏈現代化的促動作用尚未顯現?？赡艿脑蚴?，東中部地區數字基礎設施完善，技術人員相對密集，憑借較高的數字技術應用水平和較大的市場規模，不斷優化資源配置，拓寬產業鏈分工邊界，提升生產效率，助推產業鏈現代化；而西部地區硬件設施相對較差，特別是數字技術應用和創新水平偏低，導致當地技術要素市場發育相對較慢，難以保證產業鏈各環節安全可控，在一定程度上阻礙了產業鏈現代化進程。

表9 區域異質性檢驗結果

4 結論與建議

4.1 結論

本文在系統論述數字經濟、全國統一大市場與產業鏈現代化三者間的關系的基礎上，利用2011—2021 年中國31 個省份的面板數據，實證檢驗了數字經濟對產業鏈現代化的影響，并基于全國統一大市場視角探討該影響的傳導機制和門限效應，得到如下結論：（1）數字經濟對產業鏈現代化具有顯著正向影響。（2）數字經濟不同維度對產業鏈現代化的影響存在異質性。相較于數字化創新，數字化基礎對產業鏈現代化的促進效果更強，而數字化應用對產業鏈現代化的促進作用并不明顯。（3）全國統一大市場是數字經濟影響產業鏈現代化的重要傳導路徑，即數字經濟可通過推動全國統一大市場建設促進產業鏈現代化。（4）數字經濟對產業鏈現代化的促進作用存在全國統一大市場的雙重門限效應，全國統一大市場建設水平越高，數字經濟對產業鏈現代化的促進作用越強。（5）數字經濟對產業鏈現代化的影響存在區域異質性。相較于西部地區，東中部地區數字經濟對產業鏈現代化的促進作用更顯著。

4.2 建議

首先，健全數據要素治理體系，推動數字經濟高質量發展。具體而言，各地區應從市場主體活躍、激勵政策有效、數據供給有序三個方面入手，健全法律法規體系，強化監督管理，保障數據供給，有力支撐數字經濟高質量發展，進而賦能產業鏈現代化。同時，各地區還應構建數據分級管理機制，明晰重要數據和非重要數據的評估標準，促進數據合理流動、整合與共享，進而推動數字經濟高質量發展，促進產業鏈現代化。

其次，完善市場經濟基礎制度,推進全國統一大市場建設。第一，實行統一的市場準入制度。全面實施市場準入負面清單制度，嚴格落實“全國一張清單”的管理模式，加快推進全國統一大市場建設，以引導數據、技術等創新要素合理配置，為數字經濟促進產業鏈現代化提供保障。第二，維護統一的公平競爭制度。完善行業性審查規則和程序，提高審查效能，著力建設高效規范、公平競爭的全國統一大市場，進而以規模經濟效應促進產業分工合理化、精細化，推動產業鏈現代化。

最后，構建區域優勢互補機制，全面促進產業鏈現代化。加快推動“東數西算”工程建設落地，暢通不同區域數據要素循環鏈條，打通數字經濟發展大動脈，以此構筑高效的產業鏈協同網絡，全面提升產業鏈運行效率，促進產業鏈現代化。此外，西部地區應立足自身低成本優勢和資源稟賦優勢，搶抓“新基建”的政策機遇，大力推進5G、工業互聯網等新型數字基礎設施建設，為加快產業鏈現代化進程注入動力之源。